2016, Vol. 49文章信息
- 李彬彬, 李庆平, 谢平, 李析男, 向延清
- LI Binbin, LI Qingping, XIE Ping, LI Xinan, XIANG Yanqing
- 变化环境下宣恩城区防洪能力分析
- Analysis of flood control ability of Xuan’en district under changing environments
- 武汉大学学报(工学版), 2016, 49(3): 329-334
- Engineering Journal of Wuhan University, 2016, 49(3): 329-334
- http://dx.doi.org/10.14188/j.1671-8844.2016-03-002
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文章历史
- 收稿日期: 2015-12-11
2. 武汉大学水资源与水电工程科学国家重点实验室，湖北 武汉 430072;
3. 国家领土主权与海洋权益协同创新中心，湖北 武汉 430072;
4. 水资源安全保障湖北省协同创新中心，湖北 武汉 43007;
5. 恩施州水文水资源勘测局，湖北 恩施 445000;
6. 贵州省水利水电勘测设计研究院，贵州 贵阳 550002;
7. 湖北省水文水资源局，湖北 武汉 430070
2. State Key Laboratory of Water Resources and Hydropower Engineering Science, Wuhan University, Wuhan 430072, China;
3. Collaborative Innovation Center for Territorial Sovereignty and Maritime Rights, Wuhan 430072, China;
4. Hubei Collaborative Innovation Center for Water Resources Security, Wuhan 430072, China;
5. Hydrology and Water Resources Survey Bureau of Enshi, Enshi 445000, China;
6. Guizhou Survey & Design Research Institute for Water Resources and Hydropower, Guiyang 550002, China;
7. Hydrology and Water Resources Survey Bureau of Hubei, Wuhan 430070, China
洪水是我国主要的自然灾害之一[1]，城市具有人口密集、财富集中的特点，一旦遭受洪灾，将造成巨大的损失[2].然而，我国处于中小河流地段的城市堤防约63%低于国家规定的防洪标准[3].人们通过工程手段调蓄洪水，但洪水的下垫面条件会发生改变，再加上气候变化的加剧，导致城市洪水的物理形成和演变机制发生变化，从而影响了河道的防洪能力.
防洪规划与管理的核心是设计洪水的频率计算.一般采用年最大值选样法来选取满足一致性要求的洪水序列进行频率分析，但是城市河道受气候变化和人类活动的影响十分明显，其一致性已经不再满足要求[4].因此，非一致性洪水频率计算是变化环境下防洪规划的核心.
针对非一致性水文频率计算，有很多学者开展了相应的研究.吕忠华等[5]采用与还原计算类似的方法使得序列满足一致性要求；江聪等[6]应用GAMLSS模型分析宜昌站年平均流量序列和年最小月流量序列参数；Singh等[7]提出了针对特大洪水的非一致性洪水概率计算方法；Khaliq等[8]采用时变参数法推求非一致性水文资料的分布和频率；Raff[9]等基于气候条件信息对美国爱达荷州Boise River等河流的洪水频率进行了评价.上述方法提供了良好的理论基础和实例应用，但由于水文频率分布形式及参数形式的复杂性，目前推导其准确的解析公式还比较困难，应用推广上还存在很多限制[10].
本文将结合变化环境下非一致性水文频率计算的原理[11]和跳跃分析方法[12]，采用宣恩城区宣恩(二)站1962-2013年的实测年最大流量序列，推求该站过去、现状和未来变化环境下的洪水频率曲线，进而结合水位流量关系对其防洪能力进行分析，其结果对宣恩城区河道防洪及堤防设计与维护极具参考价值，为防洪预警提供更有效的决策依据，对防洪减灾意义重大.
1 研究区域概况及分析方法 1.1 研究区域概况湖北省宣恩县城区位于忠建河干流两岸的河谷地带，其上游建成于2011年的桐子营水库和建成于1995年的龙洞水库，对上游来水具有一定的调蓄作用；下游建有洞坪大(Ⅱ)型水库，其回水对中下游河段有一定影响.宣恩城区从2005年开始进行河道整治，经过治理，天然河道已改造成较为规则的渠道.
数据资料情况：宣恩(二)水文站1962-2013年的年最大流量及水位，1962-1988年水位由流量反查水位流量关系综合曲线得到，流域内的咸丰站、晓关站、宣恩(二)站、龙坪站、洗草坝站和桐子营站年最大月降雨量数据.特大洪水说明：经历史洪水重现期考证，综合得出1859年至今，1896年洪水排位最大，但洪痕准确性较差，流量值无法确定，只参加排位，1983年为第2位洪水；1983年、1949年、1969年分别为1908年以来第1、2、3位洪水，但1949年洪水无实测流量值，只参加排位.
1.2 基于跳跃变异的水文变异分析方法根据谢平等[11]提出的非一致性年径流序列的水文频率计算原理，对于仅具有跳跃变异的水文序列[12]，频率计算方法可以分为时间域的分解计算与频率域的合成计算：
1) 利用水文变异诊断系统[13]识别洪水序列跳跃变异形式，将原始序列扣除跳跃成分后得到剩余序列；
2) 对剩余序列运用水文变异诊断系统诊断，如果序列诊断为无变异，则说明剩余序列为随机性成分，可以进行频率计算，否则需要对剩余序列作进一部分解；
3) 推求随机性成分在频率域上的统计规律，并根据这个统计规律随机生成某个时间的样本序列；利用确定性规律预测某个具体时间的确定性成分，并与随机性成分合成；
4) 采用有约束加权适线法[14]对合成序列进行频率计算，得到任意时间和频率的设计洪水.
2 变化环境下的非一致性洪水频率计算 2.1 变异诊断及成因分析采用水文变异诊断系统，对宣恩(二)水文站1962-2013年的年最大流量序列和面平均年最大月雨量序列进行检验，第一、二信度水平分别为0.05和0.01.诊断结果为流量序列在1999年发生了跳跃向下的中变异，其跳跃变化见图 1；雨量序列在1998年发生了跳跃向下的中变异，其跳跃变化见图 2.
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| 图 1 流量序列跳跃变化图 Figure 1 Jump variation of flow series |
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| 图 2 雨量序列跳跃变化图 Figure 2 Jump variation of precipitation series |
降雨和径流分别反映了气候变化和人类活动的响应[15].从变异诊断结果可以发现，其流量和降雨都发生了中变异，说明该流域受气候变化和人类活动共同影响[16]；此外，流量序列在1999年发生变异，降雨序列在1998年发生变异，该流域龙洞水库于1995年建成，对洪水具有一定的调蓄作用，而流量序列变异时间与降雨序列变异时间较为接近，与龙洞水库的建成时间相隔较远，说明该流域气候变化可能是导致流量序列变异的主因，水利工程次之；从2005年开始，河道治理工程等人类活动逐渐增多，城区防洪预警预案面临新的考验.
2.2 非一致性年最大流量序列频率计算由于宣恩(二)站年最大流量序列仅存在一个跳跃变异，本文将采用基于跳跃分析的非一致性洪水频率计算方法，对不同时期条件下的设计洪水进行推求.
1) 确定性成分拟合
根据年最大流量序列变异诊断结果，序列在1999年前后分成2个系列，其均值分别为988.45和462.00 m3/s，两序列的均值差为526.45 m3/s，由此得出序列的跳跃成分为
2) 随机性成分的提取
假设确定性成分仅包含跳跃成分，根据水文序列Xt组成的线性叠加原理[17]，那么剩余成分St为
计算得到其Hurst系数值为0.683，小于对应的置信限0.688和0.735，表明剩余成分无变异，证明跳跃成分即为确定性成分，剩余序列为纯随机序列，可以进行频率计算.
3) 随机性成分的频率计算
对于随机性成分的频率计算，其中1969年、1983年洪水分别按1908年以来第3大洪水和1859年以来第2大洪水对待，并按独立样本法进行经验频率的处理.假定年最大流量序列的随机性成分服从P-Ⅲ型分布，采用有约束加权适线法[13]计算得到其均值、变差系数和偏态系数分别为988.45 m3/s、0.519和1.617，模型效率系数为90.89%，如图 3中“过去”状态下频率曲线，其频率计算结果见表 1.
| 频率/% | 重现期/a | 流量/(m3·s-1) | 相对差/% | ||
| 过去 | 现状、未来 | 绝对差 | |||
| 1 | 100 | 2730.90 | 2218.90 | 512.00 | 18.75 |
| 2 | 50 | 2417.02 | 1884.92 | 532.10 | 22.01 |
| 3 | 33.3 | 2231.60 | 1689.55 | 542.05 | 24.29 |
| 5 | 20 | 1995.57 | 1443.42 | 552.15 | 27.67 |
| 10 | 10 | 1669.52 | 1109.45 | 560.07 | 33.55 |
| 20 | 5 | 1333.36 | 775.47 | 557.89 | 41.84 |
| 25 | 4 | 1230.25 | 665.24 | 565.01 | 45.93 |
| 50 | 2 | 856.83 | 333.98 | 522.85 | 61.02 |
| 99 | 1 | 379.88 | 4.84 | 375.04 | 98.73 |
4) 非一致性洪水序列的合成计算
首先利用Monte Carlo法根据上文中随机性成分的统计规律随机生成(N=5 000)某个时间的样本序列，再以现状2013年的确定性成分值与随机性成分每一项相加，得到现状条件下的合成序列；然后采用有约束加权适线法求得该合成序列满足P-Ⅲ型频率分布的统计参数：均值、变差系数和偏态系数分别为481.83 m3/s、1.000和2.000，模型效率系数为99.85%，如果未来影响其最大洪水形成的条件与现状相同，则未来状态下频率曲线与现状状态下频率曲线完全重合，如图 3中“现状、未来”状态下频率曲线，其频率计算结果见表 1.
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| 图 3 年最大流量序列不同时期的频率曲线 Figure 3 Frequency curves of annual maximum flow series in different periods |
根据上述结果，宣恩(二)站最大流量多年平均值在过去、现状不同条件下的计算结果为988.45和462.00 m3/s，说明现状比过去年最大流量减小；变差系数Cv在过去和现状的计算结果为0.519和1.000，说明多年最大洪水值之间的变化幅度加强；偏态系数Cs在过去和现状的计算结果为1.617和2.000，说明多年最大洪水值相对均值的对称程度减弱.
根据《水文情报预报规范》(GB/T 2242-2008)对洪水等级的划分标准，按洪水要素重现期将洪水划分为4个等级：小洪水(T<5 a)、中洪水(T为5~20 a)、大洪水(T为20~50 a)、特大洪水(T>50 a).根据表 1，从宣恩(二)站年最大流量设计值来看，现状与过去相比，其小洪水、中洪水、大洪水和特大洪水的变化幅度分别为：-99.62%~-44.00%、-44.00%~-29.64%、-29.64%~-24.28%、-24.28%~-21.30%，说明4个等级的洪水在现状条件下均有所减小，且特大洪水的减小幅度最小，小洪水的减小幅度最大.
3.2 水位流量关系分析根据2.1节分析结果，宣恩(二)站年最大流量序列发生了跳跃变异，跳跃点为1999年，故可以取1990年代表过去阶段、 2013年代表现状和未来阶段.以流量为自变量，水位为因变量，利用三次多项式拟合水位流量关系，结果如图 4所示.
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| 图 4 宣恩(二)站水位流量关系图 Figure 4 Relationships between water level and discharge at Xuan’en station in different periods |
1990年水位流量关系如下式所示，拟合效率系数R2=0.998 0：
2013年水位流量关系如下式所示，拟合效率系数R2=0.989 8：
由于现状条件下拟合曲线末端流量值和水位值均较低，而流量大于200 m3/s的数据近似分布在一条直线上，故外延时使用流量大于200 m3/s的数据线性趋势拟合，水位流量关系如下式所示，拟合效率系数R2=0.999 8：
其中173 m3/s流量对应数据为两条拟合曲线交点.
从图 4可以看出，宣恩站的水位流量关系曲线，现状在过去的上方，且二者差异显著；而流量相同时，现状条件下的水位略高.其原因主要是河道渠化治理后改变了河流的边界条件.由图 5宣恩城区河段渠化前后断面变化对比图可以看出，断面缩窄向内凹，且底部有一定抬升，这样就降低了河道槽蓄能力，遇大洪水时会增大城市防洪风险，对防洪堤防提出了考验.
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| 图 5 河道渠化前后断面变化图 Figure 5 Comparison diagram of cross-section variation before and after river canalization |
堤顶高程是防洪设计的重要指标，而堤顶高程Z包括设计洪水位X和堤顶超高Y，即：
1) 堤顶超高的确定
依据《防洪标准》(GB 50201-1994)及宣恩城区发展规划，宣恩城区防洪标准为20年一遇，其中宣恩(二)站测流断面1990年的设防高程左岸为496.98 m，右岸为496.32 m；2013年的设防高程左岸为497.70 m，右岸为497.85 m.根据《城市防洪工程设计规范》(CJJ 50-92)对城市等别、防洪标准、堤防工程级别及安全超高的规定，宣恩县城为四等城市，为保证宣恩县城区安全，堤防超高应为0.5 m.
2) 防洪能力分析
基于跳跃分析的假设原理，其未来条件与现状条件相同.根据宣恩(二)站测流断面的设防高程，可以采用式(3)~(5)反推设计洪流量，然后根据2.2节洪水序列频率计算的结果，对应得出不同时期左右岸防洪能力评价结果，如表 2所示.
| 岸别 | 条件 | 设计 洪水位/m | 设计 流量/ (m3·s-1) | 重现 期 /a |
| 左 | 过去 | 496.48 | 1 143.83 | 6.25 |
| 现状 | 497.20 | 1 035.90 | 8.70 | |
| 右 | 过去 | 495.82 | 925.50 | 2.27 |
| 现状 | 497.35 | 1 074.34 | 9.52 |
从表 2可以看出：在过去条件下，宣恩站左右岸的防洪能力分别为6.25年一遇和2.27年一遇；而在现状条件下，防洪能力提升为8.70年一遇和9.52年一遇，虽然较过去有所提高，但远没有达到防洪规划中20年一遇的设防标准要求.
3) 设防标准下设防高程的确定
根据《防洪标准》(GB 50201-94)及《城市防洪工程设计规范》(GJJ 50-92)，宣恩县城区等级为四等城市，其防洪标准为20年一遇.在过去条件下，其洪峰流量为1 995.57 m3/s，根据式(3)得到设计洪水位为501.20 m；在现状条件下，其洪峰流量为1 443.42 m3/s，采用式(5)线性趋势外延得到设计洪水位为498.79 m.考虑安全超高0.5 m，未来宣恩(二)站测流断面的设防高程两岸均要达到499.29 m以上.
4 结语本文对宣恩(二)站年最大流量序列和流域面平均年最大月雨量序列进行了水文变异诊断，同时，结合非一致性水文频率计算原理和跳跃分析法，针对变化环境对宣恩城区河道的影响推求该站过去、现状/未来变化环境下的洪水频率曲线，并揭示其洪水频率分布的演变规律，主要结论如下：
该流域1956-2010年面平均年最大月雨量序列在1998年发生了跳跃向下的中变异，说明气候变化影响下降雨呈减少趋势；该流域宣恩(二)站1962-2013年的实测年最大流量序列在1999年发生了跳跃向下的中变异，其洪峰流量呈减少趋势，受气候变化和人类活动双重影响.考虑安全超高，在现状和未来条件下，宣恩站防洪能力不到10年一遇；虽与过去相比有明显改善，但仍达不到防洪规划20年一遇的要求，为此需将设防高程提高到499.29 m以上.
人类活动对宣恩城区河道的防洪能力有较大的影响，因此，需要根据变化环境科学合理地修编洪水预警预报方案，加强堤防的达标建设，使城市防洪抢险决策更加科学可行，抢险措施更加得力有效.
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